货币流动性对中国农产品价格的影响，本文主要内容关键词为：流动性论文,中国论文,农产品论文,货币论文,价格论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
农产品价格一直是“三农”问题的核心。在现实中经常发生许多看起来非常好的支农政策被农产品价格的变动所抵消，使农民难以得到实实在在的好处，最终使政策效应不能达到预期目标和效果。尽管这种现象是发展中国家经常出现的情况，但是像中国这样的新型经济体大国却会对国民经济运行的稳定性造成一定的威胁。对中国而言，一个值得关注的现象是，从2003-2013年的10年间农产品价格实际上比较密集地出现过三轮异常波动，波动的频率和持续性都倾向于增强，而且2010年以来的这次农产品价格出现波动幅度比以往要大。研究表明，农产品价格出现这样的情况，究其根本原因为内因和外因两方面共同作用形成，分别可归纳为马歇尔K值(货币供应量和名义GDP之比)和短期国际资本流动。 内因归结于中国货币供应量的持续增长、长期的经济结构不平衡、储蓄投资倾向大于消费倾向、贸易和资本流动的双顺差等。其中，我国货币供应量在2013年首破100万亿元，10年增加超过了5倍。而货币供给与经济发展需求的不均衡，将导致国内流动性的变动幅度增大，从而引起物价波动，进而直接或间接地影响农产品价格。外因在于全球流动性是以短期国际资本流动的形式进出我国经济。特别是国际金融危机爆发之后美国的四次量化宽松政策，长期累积了超额的流动性。在经济结构失衡的前提下，新兴国家主动或被动地吸收了这些以短期国际资本为形式的流动性；中国作为新兴国家的第一大经济体和世界上第二大经济体便成为全球流动性的主要接收者。可见我国经济发展也受到来自全球流动性波动的影响。 总而言之，基于经济全球化、国内货币政策和经济发展，中国农产品价格和流动性在同时间段内都出现大幅波动。因此，从宏观政策和金融角度出发，利用具有时序性特征的TVP-VAR模型，采用马歇尔K值和短期国际资本流动分析流动性波动，研究中国农产品价格是否在经济周期大背景下受流动性波动的时序性影响具有重大的现实意义。 二、文献综述 国外学者Asfaha等(2007)[1]利用1995年1月到2005年6月南非的月度数据，建立Johansen协整模型和向量误差修正模型，得到长期中货币并不存在中性特征，即农产品价格上涨的速率和货币供应量增长率并不成正比，而且货币冲击将会导致农产品价格的超调。Ziotis和Papadas(2009)[2]利用1970年1月到2000年12月希腊的月度数据，采用Johansen协整检验，研究得到以下结论：第一，货币供应量与食品价格存在协整关系，在长期内两者保持均衡；第二，货币政策导致的货币供给改变在长期内将引起食品价格的同比例变动。Ravinder和Teweldemedhin(2010)[3]利用2000年1月到2006年12月南非和纳米比亚的月度数据，建立向量误差修正模型，得出南非的货币供给改变1%将会引起纳米比亚的牛肉价格同向变动2%。Khundrakpam等(2011)[4]选取2001年第1季度到2010年第2季度印度的季度数据，建立向量误差修正模型，得到长期中货币供给能够引起价格的上涨，且由于货币供给的增加引起低于等比率的价格上涨，货币不存在中性特征；而短期中，长期均衡下货币冲击将会导致食品价格和制造业产品价格的超调，且食品价格的超调程度大于制造业产品价格。Aye和Gupta(2011)[5]利用1970年1月到2010年12月南非的月度数据，建立VAR模型和货币错觉模型(Monetary Misperception Model)，研究表明无论是真实的可预测的、或者不可预测的货币政策冲击，对农产品价格都能产生明显的影响。Belke等(2013)[6]选取1980年第1季度到2011年第1季度的季度数据，建立协整向量自回归模型，研究表明食品价格与全球流动性之间存在长期的正相关关系。进一步，在长期的协整关系中，全球流动性变动将导致食品价格的明显波动。而Belke和Hendricks等(2014)[7]采用1970年第1季度到2008年第2季度的季度数据，建立Johansen协整向量自回归模型，在证明全球流动性和商品价格存在长期协整关系的基础上，验证了全球流动性通过影响经济的总需求从而引起物价的持续上涨，即通货膨胀。Yi Wen(2015)[8]利用1999-2012年的月度数据，建立了VAR模型和VECM模型，得到了货币供应量中M0、M1和M2对农产品价格有不同的影响程度。国外研究成果可以总结出以下结论：第一，货币供给对农产品价格没有直接的影响；第二，对于农产品价格，货币在短期内出现了中性特征而长期内并不存在严格的中性特征；第三，货币供应量与农产品价格之间的关系，在长期内协整，在短期内因通货膨胀将导致价格受到强烈的冲击。 国内学者就外部冲击是否对农产品价格的波动产生明显影响并没有达成一致的共识。其中，马龙和刘澜飚(2010)[9]基于非约束VAR模型，采用1996-2010年的月度数据，研究得出货币供给冲击只能解释9%左右的农产品价格波动，货币供给冲击不是直接影响我国农产品价格波动的主要原因。而罗家宏(2011)[10]采用1985-2010年我国货币供应量和农产品价格的年度数据，建立向量自回归模型和脉冲响应函数，得出从长期来看我国农产品价格与货币供给存在长期均衡关系；从短期来看，在受到货币供给冲击情况下，我国农产品价格确实存在着“超调”现象。在证实两者之间关系的基础上，杨军等(2011)[11]选取2000-2010年的月度数据，利用协整理论、向量自回归的误差修正模型和Granger因果检验研究货币供应量M2，得到了货币供应量变化在短期内对农产品价格影响较小，对农产品价格的拉动作用通过较长时期的调整将充分表现出来；而长期内，货币供应量对农产品价格影响显著。张利库和张喜才(2011)[12]选用2001-2009年的月度数据，构建了向量自回归模型，得到外部冲击对产业链中农产品的价格波动有重要影响，短期内可使初级农产品价格波动幅度扩大3～5倍。在进一步的分析中，张树忠和刘磊(2012)[13]选取2008年1月到2012年9月的月度数据，利用蛛网模型和VAR模型，证实了在长期内我国货币供应量与农产品价格之间存在稳定的均衡关系；在货币供应量增长过快、形成比较严重的流动性波动时，必然会导致小宗农产品价格上涨。李显戈和周应恒(2013)[14]基于2005年1月到2010年11月的月度数据，利用回归模型得出了国际流动性指数上升1%、国内农产品价格相应地上升0.252%的结论。牛凯等(2013)[15]选用1978-2010年的年度数据，建立向量误差修正模型，得到农产品生产价格指数与狭义货币供应量指数之间存在协整关系，并且狭义货币供应量指数是农产品生产价格指数的Granger原因，宏观经济指标中(狭义货币供应量、居民消费价格指数和社会平均工资指数)，狭义货币供应量对农产品价格波动的影响最大。 国内研究成果可以总结为：第一，货币供给是否为农产品价格波动的主要原因没有得到一致结论；第二，基于证实两者存在主要影响关系，得出货币供应量与农产品价格长期存在协整关系，而短期内农产品价格将会出现超调效应；第三，在多个宏观经济指标中，货币供应量对农产品价格的影响最大。 关于货币流动性对农产品价格的影响，国内外学者的研究并不多见。需求弹性低是农产品的主要特征。另外，经济全球化下的农产品期货市场等虚拟经济将国内的农产品市场置于受全球经济影响的环境中，使得来自国内和国外的货币流动性将会对农产品价格形成复杂的作用机制。值得关注的是，现有的关于农产品价格的影响因素的研究，大多数采用传统的VAR模型或其衍生模型。沈悦等(2012)[16]认为传统的VAR模型假定VAR系数以及扰动项的方差都是不变的，实际上随着时间的推移，经济体制、经济结构、政策偏好和技术等方面的因素不断发生变化，模型参数也会随之改变，传统的VAR模型显然不能分析这种动态特征。 因此，在中国渐进式改革的经济环境和全球经济变化的背景下，本文将采用TVP-VAR模型，基于系数和协方差随时间不断变化得到货币流动性对农产品价格的时变性特征。 国内外利用TVP-VAR模型进行的研究也表明其研究成果更具实际价值。国外学者中，Mwabutwa、Viegi和Bittencourt(2013)[17]选取1980年第1季度到2010年第4季度的数据，研究了马拉维从20世纪80年代开始执行的货币政策改革，表明货币政策改革对通胀率、实际产出和汇率的影响在不同时间段内达到不同效果。Michaelis和Watzka(2014)[18]利用2013年开始的数据研究安倍经济政策，认为自从2013年开始的量化宽松政策对实际GDP和CPI出现长期且强劲的正面影响，这反映了安倍经济政策的影响程度；Jebabli、Arouri和Teulon(2014)[19]采用了1980-2012年的月度数据，研究表明在金融危机时期原油市场和股票市场对食品市场的冲击是迅速且短暂的，一般来说原油市场和股票市场对食品市场具有波动溢出效应。国内的研究中，肖皓等(2014)[20]以2002年6月到2013年2月的国际国内大米价格数据，研究发现无论是国际大米价格还是国内大米价格，在短中长期内所受影响的主要因素不一样。钱燕等(2014)[21]利用1996年1月至2012年12月的月度数据，研究表明货币增长短期内促进经济增长，但长期内对经济增长没有驱动效应；货币增长短期内对通货膨胀的作用不确定，而在中长期内货币扩张会引发通货膨胀。 综上所述，首先，国内外关于货币冲击对农产品价格影响的研究局限于采用VAR模型及其衍生的研究方法进行实证分析，方法相对单一且没有考虑变化的经济环境将会导致货币冲击对农产品价格的影响会随着时间变化的实际现象。其次，国内外对流动性的分析没有达成一致或者较为科学的方案。最后，采用TVP-VAR模型的国内外文献大部分都是研究在宏观环境下的影响关系，这充分利用了TVP-VAR模型的特点，使研究结论更符合实际情况。结合前人的研究成果，本文以马歇尔K值(货币供应量和名义GDP的比值)和短期国际资本流动分别分析来自国内和国外因素导致的货币流动性，进而实证分析货币流动性对中国农产品价格是否具有时序性影响。 三、实证分析 (一)数据选取 自2003年以来中国农产品价格出现了轮番上涨的现象，而货币供应量长期保持一定增速。另外，在2001年加入WTO之后，中国对外开放的强劲势头尤为吸引国际上的热钱涌入，特别在2008年后，短期国际资本流入尤为突出；而长期内，经济波动造成短期国际资本流动随之不断变化。同时，考虑到完整的经济周期中，不同阶段的干扰因素具有不同特点，导致流动性对农产品价格的影响可能也存在时序性特点，在此考虑研究时间应该包含最近一轮完整的经济周期，即从2000-2009年。因此，结合以上考虑，本文采用2000-2014年的数据区间。 针对数据的选取，名义GDP可获得季度数据；M2可获得月度数据和年度数据。为了保证样本数量足以支持研究从而得到客观的结论，在此选用月度数据。因此，采用Eviews对名义GDP的季度数据进行处理得到月度数据，从而马歇尔K值采用名义GDP和M2的月度数据比值。另外，构成短期国际资本流动的三要素：储备增加额、进出口差额、FDI净值均为月度数据，亦为累计量，经处理得到月度净额，经过当月的汇率进行转换。而农产品价格采用农产品商品价格的月度数据，且获得的数据为同比数据。以上数据均来自国家统计局的国家数据，涉及比率的数据均为同比或者进行同比处理，以保持数据时间跨度的一致性。 (二)研究对象 1.研究对象之一：马歇尔K值(
)。根据上述分析，分析国内因素导致的流动性波动时，本文采用货币供应量M2和名义GDP之比，其趋势见图1。 由图1可以看到，马歇尔K值呈现明显的季节性波动特征。在2000-2009年期间显示了完整的经济周期波动特征，从2000年末的最低点开始爬升到2004年的最高点后，又缓慢下降到2009年的最低点，即经过2008年的金融危机流动性开始减少，在2009年慢慢结束这一周期并进入下一阶段。此后，全球的量化宽松政策导致了货币流动性的持续爬升，并且远高于前一个经济周期的同期数量。马歇尔K值在2000-2009年期间的最高点为22左右，但在2009-2014年期间的最高点却达到了28左右，两者的变化表明在不同的经济周期之间的货币流动性存在不同的波动区间。
图1 2000年1月到2014年12月的马歇尔K值变化 资料来源：根据国家统计局公布的数据整理。 2.研究对象之二：短期国际资本流动(储备增加额-进出口差额-FDI净值)。本文利用短期国际资本流动公式，并根据每月对应的平均汇率进行币值转换，计算出观测期内的短期国际资本流动变化趋势(见图2)。
图2 2000年1月到2014年12月的短期国际资本流动变化 资料来源：根据国家统计局公布的数据整理绘制。 由图2可以看出，2000-2003年期间的短期国际资本处于平稳状态。此后开始进入微弱的波动状态，直到2006年末。从2007年开始，短期国际资本首次出现剧烈波动，并且在2008年下半年出现大量的流动性下降至负数。从2009年开始，短期国际资本进入大幅度的波动。2009-2010年初，受次贷危机爆发后全球的量化宽松政策影响，大量热钱涌入中国，短期国际资本首次突破6000万亿元。而后因为全球经济的渐渐复苏，国外的经济环境逐渐吸收流动性，导致中国在2011年下半年至2012年上半年短期国际资本出现了大量流出，并首次触底至-6000万亿元。自此又是剧烈地在6000万亿元和-6000万亿元之间进行波动。 3.研究对象之三：农产品价格(农产品商品价格指数)。自于农产品的生产具有周期性，因此农产品价格也呈现了明显的周期性。然而，周期的长短主要受农产品生产的内部因素影响，而周期的波动幅度主要受外部因素的影响。
图3 2000年1月到2014年12月的农产品商品价格指数变化 资料来源：根据国家统计局公布的数据整理。 由图3可知，农产品价格在观测期间变动的峰谷不一致：第一个周期为2000年下半年开始到2002年上半年，其波动幅度为93至103；第二个周期为2002年下半年到2005年下半年，波峰与波谷分别为118、96，与上一周期相比均有上涨趋势且波幅增大；第三个周期为2005年下半年到2009年初，其波动范围相较于上一个周期稍有下降，即从95到115；第四个周期为2009年初持续到2012年下半年，其波动幅度较大，以95为下限和120为上限；第五个周期为2012年下半年至2014年年末，可能还未结束，其波动范围缩小到96到108。 结合上述分析，可以发现马歇尔K值和短期国际资本在2000-2009年一个完整的经济周期中，相对的振动幅度平缓，此时农产品价格指数却处于周期性波动状态，但波动范围变化较小；2009-2014年期间，三者的波动范围均出现巨大变动。以马歇尔K值和短期国际资本流动为指标的货币流动性是否对农产品商品价格指数的变化有一定的影响能力，甚至经济周期和政策变动的大背景下该影响能力是否在不同时间呈现不同程度，后续将利用计量分析进行探究。 (三)建立随机波动的TVP-VAR模型 利用Matlab软件对农产品商品价格指数(A)，马歇尔K值(K)和短期国际资本流动(S)三个变量建立TVP-VAR模型。 为了得到滞后阶项的最优解，在此先对模型分别估计滞后1阶到6阶的TVP-VAR模型(最大似然函数的最高阶为6阶)，最终选择具有最大的边际似然值的滞后阶数为1阶。另外，为了简化计算，假设∑[，β]是对角矩阵。同时，假设以下先验参数是协方差矩阵的第i个对角线因子：
为了计算后验估计，在此利用MCMC算法抽取M=20000次样本，从而得到以(A，K，S)为研究对象的TVP-VAR模型的有效样本，见表1和图4。
表1显示了TVP-VAR模型各个参数的估计结果。其中，Geweke的CD收敛诊断值均小于5%对应的临界值1.96，说明后验分布收敛于零的假设无法拒绝。无效因子Inef表示为了得到足够多的不相关样本所需要抽样的次数，即表明Inef的数值越小越好。而表1中的参数Inef值最大为100左右，说明20000次的抽样得到的最少200个有效样本，对于TVP-VAR模型的后验推断是可以满足的。
图4 以(A，K，S)为研究对象的TVP-VAR模型中参数的估计结果 注：第一行为样本自相关系数，第二行为样本路径，第三行为后验密度。 图4中，第一行表示的样本自相关系数均显示迅速下降并保持在接近0的状态，说明大部分样本不存在自相关关系。第二行的样本路径显示平稳，说明预设的MCMC抽样次数获得的不相关样本数量足够且有效。 结合以上图表，可以得出该模型的结果是可信可靠的。 (四)脉冲响应结果及分析 农产品商品价格指数对其本身以及马歇尔K值的响应无论在短、中、长期都是正向的，但对短期国际资本流动的响应却出现了正负交替的情况。说明国内外货币流动性的冲击对农产品价格的影响具有不同的惯性特征。 1.农产品价格对自身的时变脉冲响应。农产品价格对自身的响应在短、中、长三个时间约束内逐渐减弱规律，即自身响应随着时间从4个月到8个月再到1年的过程当中在慢慢减小。研究表明，在4个月的时间约束内，自身响应的波动区间在0.22到0.24；在8个月的时间约束内，波动区间降低到0.18到0.2；在1年的时间约束内，波动区间降低到0.16到0.18。根据农产品的价格传递机制原理，前期的农产品价格通过供给调整，进而改变当期的农产品价格，并且期数之间越相近其影响越大，由此才导致了自身响应在短、中、长期内的逐渐减弱规律。 进一步可以看出，在整个观察期内，三者之间的间隔始终保持不变，大约保持在0.02左右。所以，在2000-2014年的不同经济背景下，农产品价格对自身的响应始终保持稳定的递减规律。在此可以总结：农产品价格对自身的响应出现的递减速率并不受经济环境变化的影响。 从总体来看，对于短、中、长三个时间约束，农产品价格对自身的响应从2000年1月到2007年8月期间都处于缓慢攀升阶段；但是从2007年8月之后不再攀升而是保持一定水平。若不受外界影响，根据影响的滞后性，响应波动周期的变动幅度应该是具备以下特征：2000年1月到2008年8月期间，波幅均匀地增加；2008年8月到2014年12月，波幅保持一定水平。回顾上文对农产品商品价格指数的分析，可知农产品价格在整个观察期中出现了幅度不一样的5个波动周期，且波幅呈现无规律变化。综上可以看出，两者之间出现了差异，说明不受外界影响的假设不成立，即因为经济环境出现了变化，而导致农产品价格出现了异常波动。其中，货币流动性的变化对农产品价格是否存在具有时序性特征的影响，进而导致这一系列的异常波动，具有一定的研究意义。 2.农产品价格对马歇尔K值的时变脉冲响应。农产品价格对国内因素导致的流动性波动(即马歇尔K值)产生的响应随着时间约束的增加而逐渐增大。在4个月的短期内，农产品商品价格指数对马歇尔K值的响应区间只有0.05至0.08；在8个月的中期内，区间增加至0.09至0.12；在1年的长期内，响应区间达到0.12至0.15。根据货币经济学，货币供给快于货币需求(由经济体决定，此处由GDP分析)而导致的流动性过剩，将会提高物价水平，也可能进一步导致通货膨胀。由此可以得出，从短期到长期的响应增加，可能是通过通货膨胀机制导致农产品价格的轮番增加，这也证实了经济学分析的合理性，亦说明了国内因素导致的流动性波动对农产品价格的影响具有正相关关系且具备滞后性，表现为马歇尔K值当期的变动对农产品价格在4个月、8个月、1年后均存在不同程度的影响。 但是，在总体观测期内，马歇尔K值的影响无论在短、中、长期都是处于缓慢下降趋势，说明国内因素导致的货币流动性对农产品价格的影响随时间越来越小。从2000-2014年的观测期间，经济环境都在发生着变化，其中较为突出的共性在于：中国经济在一步步走向全球化阶段。因此，由于经济全球化，中国的农产品将不再是独立于全球经济体，而是慢慢与海外各经济体的农产品互通有无，从而导致农产品价格受到更多方面的影响，进而可以说明马歇尔K值对农产品价格的影响受到更多的干扰而逐步减少。 考虑到影响的滞后性，结合短、中、长三个滞后影响时间，对应响应的时间范围，根据农产品价格波动的五个周期进行分析：第一个周期为2000年下半年开始到2002年上半年，其波动幅度为93至103，根据滞后期对应2000年1月至2002年2月的马歇尔K值，可以看出由于马歇尔K值所代表的货币流动性相对较小，因此农产品价格的波动幅度相对较小；第二个周期为2002年下半年到2005年下半年，波峰与波谷分别为118和96，根据滞后期对应2001年下半年到2005年上半年，可以看出因为马歇尔K值持续性的缓慢攀升，农产品价格波动达到观测期的第二高峰，波动幅度相较前一个周期明显增强；第三个周期为2005年下半年到2009年初，其波动范围相较于前一个周期稍有下降，即从95到115，对应时间期限2004年下半年到2008年末的马歇尔K值呈现缓慢下降趋势，因此这也部分解释了此周期波动幅度的下降；第四个周期为2009年初持续到2012年下半年，其波动幅度较大，以95为下限和120为上限，对应期限2008年初至2012年上半年的马歇尔K值发生突增而后保持平缓波动，这也说明了马歇尔K值的剧烈变动而导致农产品价格的异常波动；第五个周期为2012年下半年至2014年年末，可能还未结束，其波动范围缩小为96到108，对应期限2011年下半年至2013年年末的马歇尔K值呈现缓慢上升趋势，在其影响下的农产品价格本应该保持相对较大的波动幅度却意外缩小变化范围，可能是来自其他方面的冲击导致的。 3.农产品价格对短期国际资本流动的时变脉冲响应。农产品价格对国外因素导致的流动性波动(即短期国际资本流动)在不同的时间约束内出现不同的响应。在短期内，短期国际资本流动对农产品价格的影响比较微弱，大约在0.005到0.006之间；在中长期内，响应变为负数，在8个月的时间约束内达到-0.006到-0.001，在1年的时间约束内达到-0.021到-0.015。根据投机理论，过多的流动性会追逐高收益的资产，进而提高农产品生产要素的价格。根据供需平衡理论，便可得知农产品价格也将提高。因此，在短期内，短期国际资本流动对农产品价格是正向冲击。考虑到短期国际资本流动在流入国内一段时间后，因为价格的提高也会促使农产品的供给增加，又因为农产品是需求弹性小的必需品，根据供需平衡原理，这将通过价格机制迫使价格进一步下降。因此，在中长期的影响期限内，短期国际资本流动将对农产品价格产生反向冲击。总之，国外因素导致的流动性波动先通过投机机制产生正向冲击，再通过价格传递机制对农产品价格产生反向冲击。 另外，短期国际资本流动对农产品价格在短、中、长的滞后期内的影响程度也是出现较为特别的现象，即在长期滞后期限内的冲击最大，其次是短期，最小是中期。根据以上分析，可以得知短期国际资本流动通过投机机制对农产品价格的影响是正向的，且相对值较小。之后转而经由价格传导机制产生影响，此过渡期便是研究滞后期的中期阶段，因此从正向冲击转向反向冲击期间的过度便在中期体现。最后顺利通过价格传导机制，对农产品价格产生了较为明显的反向冲击。这说明了国外因素导致的货币流动性对农产品价格的影响机制，实际上受价格传导机制的影响大于受投机机制的影响，但由于投机机制作为诱因的重要性，在此依旧将国外因素导致的货币流动性归结于通过投机机制进行传递。同时，由此可以解释以上未能完全解释的问题，即在马歇尔K值和短期国际资本流动叠加且反方向影响的情况下，第五周期的农产品价格出现了波幅降低的现象。 在总体观测期内，短期国际资本的影响无论在短、中、长期都显示逐渐收敛的特征，与上述的马歇尔K值影响的特征一致，在此也可以归结为经济全球化下的中国农产品价格受外界干扰因素的增多导致国内外货币流动性对其的影响逐步降低。 四、研究结论与建议 第一，农产品价格对货币流动性波动存在滞后性反应。国内因素导致的马歇尔K值和国外因素导致的短期国际资本流动对农产品价格的影响在短、中、长期中处于逐渐增大的趋势，即滞后期数越大，农产品价格的响应越大。其中，农产品价格对马歇尔K值的响应如下：在4个月的短期内，响应只有0.05至0.08；在8个月的中期内，其响应增加至0.09至0.12；在1年的长期内，响应达到0.12至0.15。农产品价格对短期国际资本的响应虽然随时间出现从正到负的响应，但可以看出其绝对值亦是处于增大趋势：在短期内，响应大约在0.005到0.006之间；在中长期内，响应变为负数，在8个月的时间约束内达到-0.006到-0.001，在1年的时间约束内达到-0.021到-0.015。马歇尔K值通过通货膨胀机制对农产品价格产生轮番的正向冲击；短期国际资本流动先通过投机机制产生正向冲击，再通过价格传递机制产生反向冲击。无论是国内因素还是国外因素导致的货币流动性变动，都对农产品价格产生了具有时滞性的影响。所以，从宏观政策和金融角度，对农产品价格进行控制或者抑制物价上涨的趋势，必须考虑以下两方面的因素：首先，政府应该考虑国内的货币发行量是否与经济需求相对应，即两者的比值(马歇尔K值)是否稳定，若是增长或减少，又是否符合未来4个月、8个月以及1年农产品价格的调控目标；其次，近几年中国的金融市场化进程加快，开放的市场也吸引了大量热钱涌入，因此有目的地、从局部进行适当的金融管制，有助于实现未来4个月、8个月、1年的农产品价格调控目标，特别是短期国际资本流动对农产品价格在三个滞后期的不同方向的影响将会带来更多的灵活性。 第二，农产品价格对国内外因素导致的货币流动性波动在中长期中出现反方向反应。当期的货币流动性波动，国内因素导致的部分通过通货膨胀机制对农产品价格进行正向影响，而国外因素导致的部分在短期内先通过投机机制，之后通过价格传递机制对农产品价格进行反向影响。其中，中期内，马歇尔K值导致的正向响应是0.09到0.12，短期国际资本流动导致的反向响应是-0.006到-0.001；长期内，马歇尔K值导致的正向响应是0.12到0.15，短期国际资本流动导致的反向响应是-0.021到-0.015。由此可以看出，中期内，国内因素导致的正向响应是国外因素导致的反向响应的12到15倍左右，长期内，为5到15倍。因此，政府实施相关政策监控农产品价格异常浮动时，可考虑利用国内外因素控制，针对8个月或者1年后的农产品价格进行双重或单方向的调控，并考虑两者影响程度的差异性，使得政策的制定更具灵活性。 第三，农产品价格对货币流动性的响应在不同经济环境下程度不同。在总体观测期内，马歇尔K值和短期国际资本流动的影响无论在短、中、长期都是处于缓慢收敛于0的趋势，说明国内外因素导致的货币流动性对农产品价格的影响随时间越来越小。从2000-2014年的观测期间，经济环境都在发生着变化，唯一可以总结出的共性在于，中国经济在一步步走向全球化阶段。因此，可能由于经济全球化，中国的农产品不再独立于全球经济，而是逐渐与海外各经济体的农产品互通有无，从而导致无论通货膨胀机制还是投机机制都受到更多的干扰因素，进而可以说明马歇尔K值和短期国际资本流动对农产品价格的影响受到更多的干扰而逐步减少。因此，在政府策划调控农产品价格时，可能货币流动性不会是一个理想的调控目标，还应该辅以其他更具备影响力的操控目标。 总之，为了避免农产品价格出现不正常变动，尤其是由于国内因素的效果明显且可控性强，而国外因素的效果具有多样性，在制定宏观政策与进行金融改革时，政府应该以国内因素引起的流动性波动为主，以国外因素引起的流动性波动为辅，并且结合其他更具影响力的操控目标。另外，应考虑农产品价格对于流动性波动存在的滞后性反应，这对于政府监管农产品价格的异常波动具有实际性意义。
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